Estimando o impacto da renda na saúde através
de programas de transferência de renda aos
idosos de baixa renda no Brasil
Estimating the impact of income on
health through income transfer programs
for poor elderly in Brazil
1 Centro de Políticas Sociais, Fundação Getúlio Vargas, Rio de Janeiro, Brasil. 2 Escola de Pós-graduação em Economia, Fundação Getúlio Vargas, Rio de Janeiro, Brasil. 3 Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, Rio de Janeiro, Brasil. 4 Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca, Fundação Oswaldo Cruz, Rio de Janeiro, Brasil.
Correspondência M. C. Neri
Centro de Políticas Sociais, Fundação Getúlio Vargas. Praia de Botafogo 190, sala 801, Rio de Janeiro, RJ 22253-900, Brasil. [email protected]
Marcelo C. Neri 1,2 Wagner Lopes Soares 3,4
Abstract
Income levels and health status are related vari-ables, because an increase in income enables greater access to assets that improve individual health status, and because productivity and in-come gains are associated with improved work-ers’ health. Recent Brazilian experience offers favorable conditions to overcome the simulta-neity problem that occurs when estimating the impact of income on health. A special health edition from both the 1998 and 2003 National Household Surveys (PNAD) shows the relation-ship between changes in these two variables. In addition, the Brazilian government has ad-opted and expanded several income transfer programs targeting the poor elderly population. The strategy used to identify the effect of income on health consisted of comparing the health sta-tus of eligible and non-eligible groups, before and after the expansion of income transfer pro-grams. We used differences in estimates based on logistic regression. Our results show a distinct gain in the health status of lower-income se-niors and do not allow rejecting the hypothesis that income changes have an impact on per-ceived health conditions.
Aged; Poverty; Income; Equity in Health
Introdução
Ao longo das últimas décadas o Brasil tem en-frentado mudanças significativas na sua estru-tura etária, tendo em vista as transformações ocorridas no processo de envelhecimento po-pulacional, o que significa um aumento relativo da parcela dos idosos, que tanto pode se dar via reduções na fecundidade ou/e na morta-lidade nas idades mais avançadas. De acordo com Carvalho & Garcia 1, essa mudança tem a
Em geral, essas mudanças foram direta, ou indiretamente, afetadas por políticas sociais ado-tadas no passado e de forma mais determinante nos campos da saúde pública e de transferência de renda. Dentre as principais políticas, desta-ca-se a universalização da seguridade social e do sistema público de saúde, adotada na Cons-tituição Federal de 1988, que desvinculou o títu-lo meritório antes restrito apenas à condição de contribuinte, estendendo o seguro, a assistência social e o acesso aos serviços de saúde a outra parcela da população, antes não contemplada. São muitos os trabalhos que apontam os impac-tos sócio-econômicos das mudanças de transfe-rências de renda no grupo dos idosos, após o no-vo texto constitucional 3,4. A maioria se refere às mudanças sobre a renda no subgrupo de maior idade, uma vez que esta passou a configurar uma parcela mais representativa dos rendimentos da população brasileira.
Além da Constituição Federal de 1988, outras políticas sociais mais recentes, especificamente entre 1998 e 2003, promoveram mudanças na vi-da dos brasileiros vi-da terceira ivi-dade. Dentre essas políticas, destacam-se: a redução, em 1998, da idade mínima de recebimento do Beneficio de Prestação Continuada (BPC) 5, de 70 para 67 anos, e, recentemente, para 65 anos; a Política Nacional de Saúde do Idoso, em 1999, que promove medi-das preventivas e atendimento multidisciplinar, com uma maior participação ativa do Programa Saúde da Família (PSF); o Estatuto do Idoso, em 2003, que estabelece direitos sociais e promove eqüidade em diferentes campos entre idosos e os demais membros da população, lhes conferindo cidadania e auto-estima; além da política de rea-juste dos benefícios a partir de 1998, que passou a diferenciar os reajustes, privilegiando aqueles com valor igual ao piso constitucional.
Diferentemente do período pós-constituinte, não são muitos os trabalhos que avaliam os im-pactos dessas recentes políticas sob as condições de vida e na saúde no subgrupo dos idosos, em particular nos de baixa renda. A Pesquisa Nacio-nal por Amostra de Domicílios (PNAD) de 1998 6 e 2003 7, permite captar impactos dessas políticas,
servindo como um instrumento de avaliação, uma vez que trazem um suplemento especial, permitindo avaliar e comparar as necessidades e o uso dos serviços de saúde. Para ser mais claro, seus dados permitem avaliar o antes e o depois dos efeitos de expansão e/ou de criação de al-guns dos novos programas supracitados.
Por meio de um estimador de diferenças em diferenças baseado em regressões logísticas, es-te artigo estuda a relação entre renda e saúde, tendo como principal instrumento a análise dos impactos de políticas de transferência de renda
para idosos de baixa renda no Brasil. Como gran-de parte do tempo vivido pelos idosos se dá sob as piores situações de saúde, um objetivo mais específico, mas não menos importante, é estudar políticas de renda como um dos determinantes dos indicadores de saúde dos idosos brasileiros, lançando mão de condições privilegiadas para contornar o problema de endogeneidade na esti-mativa do impacto da renda na saúde, em função da disponibilidade de dados para os períodos pré e pós-implementação de políticas de transferên-cia de renda.
Materiais e métodos
Os dados foram extraídos de suplemento especial de pesquisas domiciliares do IBGE (PNAD 1998 6
e 2003 7), e fornecem condições inéditas no caso brasileiro para avaliar o impacto de alterações da renda através de mudanças nos critérios de aces-so a programas de transferência de renda aces-sobre três indicadores de saúde: necessidades de cui-dados de saúde; acesso e o consumo de serviços de saúde.
Dentre as variáveis da PNAD que indicam necessidade dos cuidados de saúde foram esco-lhidas duas: “auto-avaliação do estado de saú-de: bom ou muito bom” e “esteve acamado nas duas últimas semanas anteriores à pesquisa”. Evitamos utilizar variáveis de morbidade auto-referida, tendo em vista que estes dados podem subestimar as prevalências de doenças ou condi-ções crônicas, em razão de problemas de memó-ria e/ou ausência de diagnóstico 8,9. O acesso aos serviços de saúde (privado) foi comparado por meio da posse do seguro de saúde (“possui plano de saúde”), ao passo que a procura por serviços médicos hospitalares foi avaliada por intermédio da variável “procurou por serviços de saúde nas duas semanas anteriores à pesquisa”.
geral não é muito forte, tendo em vista os compo-nentes que cada indivíduo, de maneira diferente, ponderam ao se auto-avaliarem.
O artigo é composto de duas etapas meto-dológicas. Inicialmente, se compara, entre 1998 e 2003, a proporção das variáveis selecionadas, segundo a idade dos indivíduos. Por exemplo, confronta-se a proporção de indivíduos com 61 a 65 anos de idade, que auto-avaliaram a saúde boa ou muito boa, em 1998, com a obtida em 2003. Nesse caso, um descolamento das curvas de probabilidades pode sinalizar indiretamente mudanças no padrão de comportamento do “ní-vel de bem-estar” em determinado grupo etário, o que pode sugerir efeitos das políticas já men-cionadas, caso se dê no grupo dos idosos.
Uma maneira mais dinâmica de avaliação é considerar os mesmos eventos em uma análise de coorte de nascimento. A limitação desse tipo de análise é que os dados de coortes de nascimento são substitutos imperfeitos de dados longitudi-nais, uma vez que não fornecem informações so-bre os mesmos indivíduos ao longo do tempo. Na verdade, as informações são de diferentes indiví-duos com um certo conjunto de características idênticas, no caso época de nascimento.
Diferentemente da comparação de propor-ções de uma determinada faixa etária entre 1998 e 2003, a análise de coorte permite avaliar se houve alterações na probabilidade de ocorrência desses eventos entre indivíduos de uma mesma geração. Isso significa comparar proporções de indivíduos que, por exemplo, reportaram boa saúde em 1998, quando tinham de 56 a 60 anos, com um número de pessoas com este mesmo desfecho em 2003, quando possuíam de 61 a 65 anos de idade. Dessa forma, reduções em pro-porções sugerem globalmente uma melhoria (espontânea ou no tratamento) das afecções ou a redução do número de casos novos, sendo que, o contrário, indica um aumento de casos novos ou um baixo número de reversões do problema. Ambos os resultados estariam diretamente re-lacionados às medidas de caráter preventivos e curativos, refletindo, de certa forma, os efeitos de algumas medidas adotadas.
Na segunda etapa, estimamos a diferença em diferença dos indicadores de saúde entre idosos de baixa renda e os demais, entre 1998 e 2003. O grupo de tratamento é composto por aqueles ele-gíveis a programas de transferência de renda, ou seja, aqueles com mais de 65 anos e renda domi-ciliar per capita inferior a ½ salário mínimo – sem contar a influência dos benefícios sociais. Esses dois grupos antes e depois da aplicação de novas políticas de transferência de renda são a base do experimento aqui em questão. São controlados por dummy de ano, a dummy que representa os
indivíduos idosos de baixa renda e a interação destas duas variáveis dummies, que como vere-mos, nos fornece o estimador de diferença em di-ferença entre os elegíveis e aqueles não-elegíveis das mudanças proporcionadas sobre saúde nos pontos extremos do período em questão.
Matematicamente, podemos representar o método de diferenças em diferenças com a se-guinte equação:
g3 = (Y98, idade > 65_< ½ salário mínimo – Y03, idade > 65_< ½ salário mínimo) – (Y98, idade < 65_> ½ salário mínimo – Y03, idade < 65_> ½ salário mínimo)
Onde cada Y representa a proporção da va-riável estudada para cada ano e grupo, com o número subscrito representando o período da amostra (1998, para antes da mudança, e 2003, para depois da mudança) e a letra representando o grupo ao qual o dado pertence (idade < 65_> ½ salário mínimo para o grupo de controle, e idade > 65_< ½ salário mínimo para o grupo de trata-mento). E g3 será nossa estimativa a partir das diferenças em diferenças. Obtendo g3 determi-namos o impacto do experimento natural sobre a variável que gostaríamos de explicar.
Representando o método através de uma regressão e criando as variáveis indicadoras (ou
dummies): dB, igual a um para os indivíduos do grupo de tratamento (idade > 65_< ½ salário mí-nimo) e zero para os indivíduos do grupo de con-trole (idade < 65_> ½ salário mínimo); e d2, igual a um quando os dados se referem ao segundo período, pós-mudança (2003), e zero caso os da-dos se refiram ao período pré-mudança (1998); temos:
Y = g0 + g1*d2 + g2*dB + g3*d2*dB + outros fa-tores
Onde Y representa a variável estudada, por exemplo, “auto-avaliação do estado de saúde: bom ou muito bom”, g1 o impacto de estar em 2003 sobre a variável estudada, g2 o impacto de estar no grupo de tratamento sobre a variável estudada, e g3 o impacto pós-evento do grupo de controle sobre a variável endógena escolhida. Assim, g0 capta justamente o valor esperado da variável estudada quando se analisa o grupo de controle antes da mudança, o que nos dá, basi-camente, o parâmetro de comparação.
cor (brancos e não-brancos), educação (0, 1-4, 4-8, 8-12, mais de 12 anos de estudo), migração (migrantes e não-migrantes), situação (rural e urbana) e Unidades da Federação.
Resultados
Mudanças entre grupos etários e por coorte
Comparamos proporções de eventos relacio-nados à saúde, entre 1998 e 2003, e avaliamos a ocorrência de mudanças nas suas respectivas distribuições etárias. Adicionalmente à análise das mudanças ocorridas na mesma faixa etária entre dois pontos no tempo, ligamos os que re-presentam uma coorte, ou seja, traçamos uma linha entre a proporção obtida em 1998 em uma determinada faixa etária e a encontrada em 2003 na faixa etária subseqüente. Por exemplo, liga-mos a proporção de pessoas com “auto-avaliação do estado de saúde: bom ou muito bom” de 56 a 60 anos em 1998 com aquela encontrada no sub-grupo populacional de 60 a 64, em 2003. Isso sig-nifica avaliar o quanto, em média, a necessidade dos serviços de saúde alterou, ao longo do ciclo de vida dessa geração no período considerado. Uma inclinação positiva (negativa) entre as duas proporções indica aumento (decréscimo), res-pectivamente, na variável avaliada entre os dois períodos estudados.
As figuras trazem essas informações segun-do faixa etária para três indicasegun-dores de saúde: necessidades de uso de serviços de saúde (auto-avaliação, e esteve acamado); acesso a plano de saúde e procurou serviços de saúde.
Na Figura 1, inicialmente, observa-se uma queda significativa nas proporções de indivídu-os que reportaram auto-avaliação do estado de saúde bom ou muito bom à medida que se ca-minha ao longo da distribuição de idade, o que sugere o efeito natural do processo de envelhe-cimento, que está associado ao acúmulo de pro-blemas crônicos degenerativos. Outro ponto é que se observa um pequeno descolamento das duas curvas a partir dos cinqüenta anos de idade, com queda mais lenta no ano de 2003, o que su-gere uma melhoria da trajetória do ciclo da vida do nível de bem-estar em geral para essas faixas etárias. Apesar da melhoria, verifica-se, na anali-se de coorte, que os indivíduos com idade mais avançada e de uma mesma geração, tendem, em geral, a declarar uma avaliação menos otimista a respeito do seu estado de saúde, uma vez que se observam inclinações negativas nos traços que representam as coortes, o que reflete o efeito do acúmulo dos anos de vida sobre a saúde dos indi-víduos. Por exemplo, verifica-se que cerca de 45%
dos indivíduos com 61 a 65 anos consideravam o seu estado de saúde bom ou muito bom em 1998, ao passo que, em 2003, dentre aqueles com 66 a 70 anos de idade, esse numero chega a 44%. O ponto central é que em 1998 na população nessa mesma faixa etária de 66 a 70 anos a proporção de avaliações positivas de saúde era de 40%.
Quanto à variável “esteve acamado nas duas últimas semanas anteriores à pesquisa”, verifica-se que nas faixas etárias que compreendem 21 a 40 anos de idade não se observam diferenças nas proporções de indivíduos com este desfecho em 1998 e 2003. Entretanto, em 2003, verifica-se uma queda na proporção de acamados para as faixas etárias mais avançadas, fato não ocorri-do entre os mais jovens. Como fruto da redução do número de indivíduos acamados nas idades mais avançadas, essa proporção também dimi-nui ao longo da trajetória de uma mesma gera-ção. Nota-se que daqueles que tinham entre 61 e 65 em 1998, 7,42% estavam acamados nas duas últimas semanas da pesquisa, mas chegam, em 2003, quando tinham de 66 a 70 anos de idade, com um contingente inferior, 7,02%. Essa mes-ma faixa etária em 1998 apresentava umes-ma taxa de 8,75%. Isso sugere eficácia de alguns procedi-mentos de reabilitação, ou mesmo a redução de novos casos. O mesmo já não acontece com a úl-tima coorte, pela impossibilidade de realizar esse tipo de analise, pois a última faixa etária é aberta agregando indivíduos com mais de setenta anos, ou seja, mais de uma geração.
Figura 1
Variáveis de saúde, segundo faixas etárias e coortes de nascimento, 1998 e 2003.
1a) Considera seu estado de saúde bom ou muito bom
1b) Esteve acamado na duas últimas semanas
(continua)
um incremento de 27,7% para 29,4% no período analisado. Esse crescimento no acesso a planos privados de saúde é consistente com ganhos re-lativos de renda dos mais velhos e do aumento na procura de serviços de saúde observado num contexto de melhoria dos indicadores sanitários.
Análise bivariada
A pesquisa demonstra que de todos os grupos etários, os idosos com 65 anos ou mais de idade foram os que obtiveram melhoria mais expressi-va dos indicadores de saúde no período de 1998
1c) Procurou serviço de saúde nas duas últimas semanas
1d) Tem direito a algum plano de saúde Figura 1 (continuação)
a 2003. Podemos sintetizar esses resultados atra-vés de algumas estatísticas resumo bi-variadas, a saber: (i) a proporção de idosos que auto-avalia-vam o seu estado de saúde como bom ou muito bom sobe de 36,5% para 40,8%, enquanto a de não-idosos passou de 81,8% para 81,3%; (ii) a proporção de idosos que ficaram acamados nos últimos 15 dias cai de 10,4% para 9,3%, enquanto
a de não-idosos quase não se alterou, passando de 3,52% para 3,7% e; (iii) a proporção de ido-sos com acesso a planos privados de saúde sobe de 26,1% para 29,7%, enquanto mais uma vez a de não-idosos ficou mais ou menos estável (de 24,3% para 24,2%).
A proporção de idosos que procuraram ser-viços de saúde nos últimos 15 dias sobe de 26,1%
≥ 5
para 29,7%, enquanto a de não-idosos sobe de 12,4% para 13,8%. Esse elemento é ambíguo, pois depende tanto da oferta de serviços como da de-manda, função da condição de saúde da pessoa. Como esse aumento da procura de serviços de saúde acontece num contexto de melhoria dos indicadores de saúde e do acesso a planos priva-dos de saúde, ele é consistente com ganhos rela-tivos de renda dos mais velhos que serão agora detalhados na análise de diferença em diferença.
Diferenças em diferenças
A Tabela 1 traz os resultados das razões de chance controladas e não-controladas de “esteve acama-do nas duas últimas semanas anteriores à pesqui-sa” e “auto-avaliação do estado de saúde: bom ou muito bom”. Nesse caso, apresentamos as razões de chances controladas ou não para as variáveis: ano (2003), idosos com renda menor que ½ salá-rio mínimo (grupo de tratamento); e a interação entre essas duas variáveis, o que sugere o esti-mador de diferença em diferença que capta os efeitos das políticas no período sobre o grupo de tratamento. As saídas completas das regressões, com os coeficientes estimados para as demais variáveis controles, podem ser obtidas em Neri & Soares 8, mas, de maneira geral, os resultados são consistentes com os encontrados na literatura, sendo o melhor estado de saúde encontrado em homens, nativos, mais educados, que moram em áreas rurais e com acesso a esgoto.
Observa-se que quando controlamos as ou-tras variáveis, a dummy idosos > 65_renda do-miciliar per capita < ½ salário mínimo reduz as chances de estar acamado, o que já não acontece quando não controlamos os efeitos das outras
variáveis relevantes ou de confusão. Nesse ca-so, pessoas com mais de 65 e renda inferior a ½ salário mínimo têm 5% a menos de chance de estar acamado, ou seja, o acumulo de mais idade entre os mais vulneráveis, com características só-cio-econômicas semelhantes, não representa um aumento deste evento, pelo contrário, representa uma queda, embora não muito expressiva.
Já uma queda mais expressiva, cerca de 18%, pode ser observada quando avaliamos as chan-ces obtidas pelo estimador de diferença em di-ferença, ou melhor, a interação entre idoso com mais de 65 anos com renda familiar inferior a ½ salário mínimo e a variável ano de 2003, resulta-do que fornece indiretamente o efeito específico das políticas de saúde e renda durante o perío-do analisaperío-do, especificamente para o subgrupo populacional elegível aos benefícios sociais. Por outro lado, quando avalia-se apenas o efeito de mudança de período sem considerar um deter-minado grupo etário, tanto no experimento con-trolado quanto no não-concon-trolado, verifica-se aumentos nas chances de ficar acamado, o que sugere uma piora global no período neste indica-dor para a população em geral.
Quando se avalia o estado de saúde bom ou muito bom, verifica-se que ser idoso com mais de 65 anos e renda per capita inferior a 1/2 salário mínimo possui chances reduzidas de 89% e 8% de reportar estado de saúde bom ou muito bom, quando o experimento é controlado ou não, res-pectivamente. Tal fato evidencia o papel do acu-mulo dos anos de idade no processo de saúde das populações.
A Tabela 2 apresenta as razões de chance con-troladas ou não-concon-troladas de variáveis de aces-so à saúde, como o “possui plano de saúde”, e de
Tabela 1
Razão de chance: variável endógena “esteve acamado nas duas últimas semanas anteriores à pesquisa” e “auto-avaliação do estado de saúde: bom ou muito bom”.
Variáveis “Esteve acamado nas duas últimas “Auto-avaliação do estado de saúde:
semanas anteriores à pesquisa” bom ou muito bom”
Não-controlado Controlado * Não-controlado Controlado *
Idoso > 65_renda domiciliar 3,099 0,949 ** 0,111 0,918
per capita < 1/2 salário mínimo
Ano de 2003 1,075 1,079 0,937 0,904
Interação entre as variáveis 0,845 0,816 1,170 1,330
* Controles: acesso à água, esgoto, sexo, cor (brancos e não-brancos), educação (0, 1-4, 4-8, 8-12, mais de 12 anos de estudo), migração (migrantes e não-mi-grantes) e Unidades da Federação;
** Estatisticamente não-significante em nível de 95%.
demanda como “procurou por serviços de saúde nas duas últimas semanas anteriores à pesquisa”. Quando comparamos a evolução entre os anos, há redução em 35% nas chances controladas de acesso a seguro de saúde (reduz em 4% quan-do não-controlaquan-do). Os iquan-dosos com renda de até ½ salário mínimo são aqueles com as menores chances de acesso (menos 43% e 18,5%, contro-lado e não-controcontro-lado, respectivamente). Agora quando analisamos esse mesmo grupo numa perspectiva temporal, observamos ganho relati-vo quando controlado por outras características (aumento de 32%). O mesmo não ocorre no exer-cício não-controlado. Esse resultado evidencia um impacto positivo sobre o acesso a plano de saúde no subgrupo específico de idosos de bai-xa renda no período, quando comparado com o grupo sem essa característica.
Quando se avalia a procura por serviços de saúde, verifica-se que ser idoso com mais de 65 anos e renda per capita inferior a ½ salário míni-mo possui chances reduzidas de 21,5%, quando controlamos por outras variáveis relevantes. Por outro lado, quando se avalia o impacto da mu-dança de período analisado (1998 para 2003) nes-se grupo especifico (de tratamento) nes-se obnes-serva aumento na procura por serviços de saúde.
Deve-se ressaltar que como não se pode ob-servar a distribuição de renda dentro dos do-micílios e o processo de cadastramento junto a programas sociais, dever-se-ia trabalhar com dois conceitos polares de renda, a saber: a ren-da domiciliar per capita que corresponde ao ca-so de ca-socialização perfeita da renda do idoca-so e dos demais membros no interior do domicílio e o caso de renda individual do idoso. Nesse ca-so, os mesmos exercícios foram realizados, mas considerando a renda individual e não a renda
domiciliar per capita inferior a ½ salário mínimo. Como resultado, não foram observadas mudan-ças significativas nas estimativas.
Conclusão
Lima-Costa et al. 9 baseados na PNAD, concluem que idosos com renda mais baixa apresentam piores condições de saúde, pior função física e um menor uso dos serviços de saúde. Entretan-to, esses indicadores quando avaliados ao lon-go do tempo apresentam uma melhoria relativa especificamente nesse subgrupo populacional. Coincidentemente ou não, o mesmo aconteceu com a renda dos idosos no período. A renda per capita de famílias com idosos foi entre as famílias de todos os grupos etários a que mais aumentou entre 1991 e 2003, sendo que, no grupo de indiví-duos com sessenta anos ou mais, a renda sofreu um incremento real de 43%, e para os indivíduos de 20 a 29 anos de idade, por exemplo, a variação foi de 19,3%.
Dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares
(POF) 10 de 2003 apontam que os idosos possuem na opinião dos próprios membros de suas res-pectivas famílias, um nível de vida melhor que as demais faixas etárias na maioria dos aspectos estudados. Cerca de 13% das pessoas com mais de sessenta anos de idade admitiram que a quan-tidade de alimentos normalmente consumidos pela família não é suficiente, ao passo que no grupo de menor idade, como o 10 a 19 anos, este número chega a 19%. Quando o assunto é condi-ções de moradia, 55% dos indivíduos com mais de sessenta anos consideram boas as condições do seu domicílio, enquanto que entre os indiví-duos de 10 a 19 anos de idade chega a 45%.
Tabela 2
Razão de chance: variável endógena “possui plano de saúde” e “procurou por serviços de saúde nas duas últimas semanas anteriores à pesquisa”.
Variáveis “Possui plano de saúde” “Procurou por serviços de saúde nas duas
últimas semanas anteriores à pesquisa”
Não-controlado Controlado * Não-controlado Controlado *
Idoso > 65_renda domiciliar
per capita < 1/2 salário mínimo 0,715 0,569 1,849 0,795
Ano de 2003 0,959 0,641 1,117 1,080
Interação entre as variáveis 0,730 1,328 0,971 ** 1,033 **
* Controles: acesso à água, esgoto, sexo, cor (brancos e não-brancos), educação (0, 1-4, 4-8, 8-12, mais de 12 anos de estudo), migração (migrantes e não-mi-grantes), situação (rural e urbana) e Unidades da Federação;
** Estatisticamente não-significante em nível de 95%.
De certo, o trabalho tem sido apontado como um determinante para uma maior sobrevida e o desemprego tem sido associado a uma pior con-dição de saúde, mortalidade, problemas psiquiá-tricos 11. Por outro lado, melhorias nas condições de saúde promovem também maior sobrevida no mundo do trabalho, ou seja, idosos saudáveis têm maior chance de trabalhar em idades mais avançadas. Esse é exatamente o problema de me-dir e avaliar impactos sobre a saúde via ganhos de rendimentos obtidos pelo mercado de trabalho, ou seja, a existência de causalidade inversa ou endogeneidade entre a renda e a saúde. Giatti & Barreto 12 mostraram que a saúde funcional, que
indica uma maior autonomia e mobilidade física, é um importante preditor para a permanência na vida ativa dos idosos. Baseados na PNAD 1998 6, verificam que mais de ¼ dos idosos das regiões metropolitanas brasileiras trabalhavam, número considerado expressivo quando comparado com outros países. Segundo os autores, embora exista aposentadoria compulsória para os mais idosos, o Brasil não segue a tendência mundial, pois, de maneira peculiar, o sistema previdenciário não requer que o aposentado se afaste da vida labo-ral, estimulando a sua permanência no mundo do trabalho.
Entretanto, no Brasil a grande parcela da ren-da dos idosos não é obtiren-da via trabalho; as trans-ferências governamentais e as ações assistenciais são fundamentais, tornando-se um importante braço para mudanças nas condições de saúde da população idosa. Portanto, a experiência brasi-leira de políticas desse tipo acaba abrindo espaço para a análise de avaliação do impacto da renda sobre a saúde. Nesse caso, a diferença de avalia-ção está no fato do incremento de renda se dar via programas de transferência e assistenciais, o que de certa forma contorna o problema de en-dogeneidade do seu efeito sobre a saúde.
Em linhas gerais, quando se analisa a evolu-ção etária de indicadores gerais de saúde, como, por exemplo, a auto-avaliação subjetiva do es-tado de saúde e a freqüência que a pessoa ficou acamada, entre outras, nota-se melhorias abso-lutas nas faixas etárias mais avançadas, sendo que quando acompanhamos a trajetória destes indicadores por gerações, observa-se uma maior estabilidade dos indicadores gerais de saúde usados para as coortes acima dos sessenta anos, quando esperar-se-ia um decréscimo fruto do processo de envelhecimento. O resultado mais geral do artigo é a existência de um ganho di-ferenciado das condições de saúde da popula-ção com idade avançada e baixa renda, o que é consistente com a existência de um efeito-renda com a causalidade emanando desta em direção aos indicadores de saúde.
Em termos de políticas públicas, esses exer-cícios sugerem um impacto dos novos progra-mas nas variáveis de saúde dos indivíduos mais velhos: o grupo dos idosos diminuiu a sua ne-cessidade de cuidados de saúde, aumentando a proporção e as chances dos indivíduos se auto-avaliarem como pelo menos bom o seu estado de saúde e diminuindo as daqueles que estiveram acamados nas duas últimas semanas. De certo, não só a renda foi um dos canais para melhoria do estado de saúde dos idosos de baixa renda, mas também a Política Nacional de Saúde do Idoso, que trouxe resultados no campo da assis-tência e prevenção à saúde, como, por exemplo, a vacina contra influenza e o advento da Farmá-cia do Idoso. Deve-se salientar que o indicador de percepção da saúde tem se mostrado robusto para avaliar o estado de saúde dos idosos porque prediz de forma consistente a sobrevida dessa população 9,13.
Do lado das transferências de renda, segun-do Camarano & Pasinato 14, a redução do limite
de idade para elegibilidade do BPC em 1998 au-mentou em 253% o número de beneficiários en-tre 1997 e 1999. Se tomarmos o período de 1997 a 2003 como um todo, o número de BPC para idosos sobe 648%. Se considerarmos de maneira conjunta o BPC e a Renda Mensal Vitalícia para Idosos, esta última um programa em redução, o número de benefícios vigentes sobe 72,9% en-tre 1997 e 2003. Além do aumento do número de benefícios assistenciais houve um aumento real do salário mínimo deflacionado pelo Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC), que corresponde ao piso dos benefícios previdenciá-rios de 22,3% no período de 1997 a 2003. Quando computamos a evolução do valor real da massa de todos os benefícios previdenciários, observa-mos um incremento de 44,4% no período de 1997 a 2003. Como a política de reajustes dos bene-fícios previdenciários passou a partir de 1998 a diferenciar os reajustes dos benefícios iguais ao piso constitucional, entre outros voltados para os demais, e a criação de novos benefícios como o BPC visou às rendas domiciliares per capita in-feriores a um quarto de salário mínimo, o efeito do aumento das transferências de renda sobre os idosos de renda mais baixa foi ampliado.
De-ve-se ressaltar que mesmo assim os seus efeitos de curto prazo não podem ser totalmente des-prezados.
O fato é que com ou sem necessidade a pes-soa pode consumir serviços de saúde, e a posse do seguro saúde pode induzir o uso desneces-sário dos serviços (exames, procedimentos mé-dicos, consultas, internações). Talvez isso possa sugerir o aumento observado na proporção e nas chances de procurar serviços de saúde no grupo de idosos em 2003, uma vez que se verificou uma redução da necessidade dos cuidados de saúde nesta faixa etária no mesmo ano. Outro ponto é que o consumo efetivo de serviços de saúde não necessariamente se traduz na demanda por saú-de, uma vez que existem fatores que restringem o seu acesso (distância, períodos de espera, tempo, custo privado do tratamento).
Resumindo, entre 1998 e 2003, o grupo de idosos de menor renda, sujeito aos aumentos exógenos de transferências, reduziu a sua neces-sidade de cuidados médicos hospitalares, mas aumentou a procura por serviços de saúde, o que pode ser reflexo do maior acesso a planos de saúde por parte dessa população e algumas medidas no bojo da Política Nacional de Saúde ao Idoso, que melhoram o acesso aos serviços, como por exemplo, a expansão do PSF. Verifica-se que idosos têm maior comprometimento com as suas capacidades funcionais, o que impede em muito o deslocamento para atendimento em uma unidade hospitalar, ambulatorial ou con-sultório, tornando muito importante o papel do atendimento domiciliar, mais especificamente do médico de família.
Além dos ganhos sobre a saúde dessa popu-lação, as políticas de transferência têm alterado o papel do idoso dentro da família, lhe dando maior autonomia, isto é, desconstruindo o ve-lho estigma de dependentes, tendo em visa que muitos familiares encontram-se dependentes da renda do idoso e compartilham do seu acúmu-lo patrimonial. Os idosos de hoje, peacúmu-lo contrá-rio, têm se revelado os principais provedores da renda familiar, situação que lhes confere maior valorização dentro da família e da sociedade em geral. Segundo Camarano et al. 14, o aumento das taxas de chefia entre idosos e a redução na pro-porção que reside na casa de parentes, sugerem uma diminuição na dependência dos idosos.
Em suma, os resultados sugerem um impac-to indireimpac-to de novos programas de transferência de renda nas variáveis de saúde, mas não fazem menção à relação custo/benefício destes vis à vis
Resumo
Nível de renda e estado de saúde são variáveis corre-lacionadas tanto pelo fato de aumentos da primeira propiciarem maior acesso a bens e serviços, que se re-fletem em melhorias no estado de saúde das pessoas, como pelos ganhos de produtividade e de renda pro-piciados por melhorias da saúde do trabalhador. Este artigo estuda os impactos da renda na saúde no Brasil, tendo como instrumento para lidar com o problema de simultaneidade as mudanças observadas em polí-ticas de transferência de renda aos idosos de baixa ren-da. A estratégia usada foi comparar o estado de saúde de pessoas idosas de baixa renda – sem contar o efeito dos benefícios – antes e depois do incremento exógeno do recebimento de novos programas de transferência de renda. Utilizamos um estimador de diferenças em diferenças, baseado em regressões logísticas sobre su-plementos especiais de saúde da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios - PNAD 1998 e 2003. O tra-balho demonstra uma melhora diferenciada do estado de saúde de pessoas idosas de baixa renda, o que não nos permite rejeitar a hipótese de que mudanças de renda causam melhorias nas condições percebidas de saúde.
Idoso; Pobreza; Renda; Eqüidade em Saúde
Colaboradores
M. C. Neri e W. L. Soares participaram igualmente de todas as etapas de elaboração do artigo.
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Recebido em 27/Abr/2006
